交通基礎設施門檻、對外開放與制造業生產效率

申亮+董千里+李毅斌+劉睿君

摘 要：利用門檻回歸模型，分別以鐵路和高速公路路網密度作為交通基礎設施門檻變量，以貿易開放度、國際投資開放度作為對外開放程度解釋變量，證實了交通基礎設施在對外開放程度提升制造業生產效率這一運行機制上存在著非線性的調節作用。結果表明：2003—2012年，鐵路交通基礎設施作為門檻，使得貿易開放度、國際投資開放度分別對制造業生產效率的促進、阻礙作用表現出顯著的“倒U”型相關關系;公路交通基礎設施作為門檻變量，對外開放程度對制造業生產效率的促進作用表現出了“U”型的關系。

關鍵詞：交通基礎設施;對外開放;制造業;門檻回歸

中圖分類號：F752 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1003-3890（2015）01-0060-06

一、引言

在我國漸進式對外開放進程中所采取的比較優勢發展戰略，對交通基礎設施有著很強的依賴性，從局部地區逐步擴展至全國的交通基礎設施網絡，極大地促進了進出口貿易，吸引了外商直接投資（FDI），進而對我國制造業部門生產效率的提升起到了顯著促進作用。交通基礎設施建設作為我國政府實現反經濟周期宏觀調控的重要手段，其發展過程有著明顯的階段性特征，但以往的研究并未考慮其與對外開放進程之間的非線性關系，這可能導致了研究結論之間出現的一些矛盾。作為我國這樣一個漸進式擴大對外開放程度的經濟體，制造業產出高度依賴進出口和外商直接投資（FDI）[1]。雖然，從對發達國家和發展中國家制造業市場所進行的研究來看，對外開放通過競爭的方式顯著地提高了制造業勞動生產效率（Hine et al，1998;Milner et al，1998）[2，3];但是，對外開放度越大，我國制造業生產效率受世界經濟波動的影響也就越大。在我國，對外開放顯著地促進了制造業生產效率的提高，而交通基礎設施情況又是我國發展比較優勢產業，是提高制造業生產效率的決定因素，因此在分析對外開放對制造業生產效率的影響時，需要以交通基礎設施的差異作為前提條件加以考慮，否則會因為忽略背景因素而導致研究結論的偏誤。對此類含有調節因素的非線性問題進行研究時，根據調節變量客觀地劃分數據區間是研究的首要問題。為避免傳統的主觀劃分方式可能導致的回歸偏誤，本文采用漢森（Hansen）在1999年發展的“門檻面板模型”（Panel Threshold Model），使用數據本身客觀地確定交通基礎設施水平的門檻值[4]，從而達到在不同門檻區間內研究變量間線性關系的目的。

二、理論分析和研究假說

對外開放可以促進技術的轉移和擴散，根據李嘉圖的比較優勢理論：一國的出口企業相對其他部門來說應該具有相對較高的生產率水平，一國的出口越多，則說明具有高生產率的企業所占比重越大，從而對提高這個經濟體的生產率水平更有利。一國企業通過對外貿易不斷加強與國外企業的交流合作，從而有更多的機會通過“干中學”和進口產品的外溢效應實現更高的技術水平，其他非貿易部門的技術水平也可以通過學習得到相應提高。（Quah et al，1990;劉文君 等，2013）[5，6]。當跨國公司進入一國市場之后，會把跨國企業的知識和經驗傳播到東道國企業從而產生知識和技術的溢出效應，即東道國本土企業和跨國公司能夠產生產業關聯效應。

然而，企業在對外開放的過程中通過“干中學”、競爭效應促進制造業生產效率提升，這一機制的良好運行必須依賴東道國有效市場范圍的擴大和交易費用的降低。蔣偉（2004）指出，龐大的市場規模和便利的交通基礎設施都有利于吸引FDI，高工資、低市場化程度和過多政府干預對FDI的進入有顯著的負面影響[7]。FDI對制造業生產效率的溢出效應明顯呈現出地區性的特點，即外資能夠幫助其周邊地區同行業企業提高全要素生產率，而對較遠地區企業影響不大。劉鋸強、趙永亮（2010）研究指出交通基礎設施對東、西部地區制造業發展的促進作用存在顯著差異且均顯著[8]，吸收空間、吸收能力、內外資合作程度和適度競爭均對中國制造業外資生產率行業間溢出效應有顯著影響。其中，吸收空間是最大的影響因素。所有這些因素都會促進市場規模的擴大和交易費用的降低，其對經濟發展至關重要。

然而，有效市場的擴大和降低交易費用對交通基礎設施的發展水平有著很強的依賴性，進而影響對外開放的進程。劉倫武（2013）研究發現我國交通基礎設施建設與對外貿易增長之間，存在長期均衡關系[9]。鄭荷芬等（2013）研究發現，交通基礎設施與服務貿易結構水平呈顯著正相關[10]。

但是，我國交通基礎設施的發展過程呈現明顯的階段性，因此其對對外開放與制造業生產效率之間的調節效應應該會呈現出相應的非線性特征。國內學者從我國特殊的對外開放進程出發，大量地研究了對外開放程度與制造業生產效率之間的關系，但目前研究結論之間還有一些矛盾之處。

研究表明二者正相關的文獻有：陳勇、李小平（2006）利用包絡分析的方法分析我國1985年至2003年工業的技術轉型特征，他們認為對外開放有利于工業行業技術和生產效率水平的提升[11]。余淼杰（2010）研究認為貿易自由化顯著地促進了企業生產率的提高，出口企業相對于非出口企業有較高的生產率提升[12]。

發現二者不是正相關的代表性文獻：劉建翠（2007）分析了企業的研發活動、國內公共部門的研發活動以及對外開放等三部分對我國高技術產業全要素生產率的影響，發現對外開放并沒有促進我國高技術行業全要素生產率的提高，反而抑制了企業全要素生產率的提高[13]。胡兵等（2006）的實證研究結果顯示出口規模的擴張促進全要素生產率的提高，而進口對全要素生產率沒有Granger影響[14]。

在此基礎上，包群（2008）考慮對外貿易與經濟增長之間的非線性關系，將這個作用描繪為一個倒U型曲線[15]。本文在此基礎上研究交通基礎設施克服地理距離的限制，進而影響對外開放促進制造業生產效率作用機制的發揮。Moscho（1989）在研究對外貿易對經濟增長作用之時，發現這個促進作用存在一個門檻水平。即只有在一國的經濟發展水平達到這個門檻之后，這個促進作用才會較為明顯。如果經濟發展水平小于這一門檻，那么對外貿易對經濟增長的作用幾乎可以忽略不計[16]。余春嬌、唐威（2013）研究發現中東部地區鐵路基礎設施對出口的貢獻率呈現遞減的趨勢，而公路基礎設施對東、中部地區出口貢獻率影響為正;西部地區鐵路交通基礎設施對出口的貢獻率的影響為正，而公路的作用卻是相反的[17]。

針對以上研究結論所呈現出的矛盾之處，我們判斷出對外開放與制造業生產效率之間可能不是單純的線性相關關系，需要根據交通基礎設施的不同發展階段進一步研究其因果關系。

依據陳勇、李小平等研究結論中的觀點，對外開放與制造業生產效率之間是線性關系[11]，提出假說1;依據劉建翠，胡兵等對這一作用機制存在非線性調節因素的論述[13-14]提出假說2。

假說1：考慮交通基礎設施差異的情況下，對外開放程度與制造業生產效率正相關。

假說2：交通基礎設施發展水平較高的情況下，對外開放程度對制造業生產效率促進作用較強;水平較低的情況下，對外開放程度對制造業生產效率促進作用較弱。

如果假說1得到實證檢驗的支持，就表明對外開放效應存在著線性的作用關系;相反地，如果假說2得到實證檢驗的支持，則表明對外開放促進制造業效率提高這一機制存在非線性作用關系。

三、研究設計

（一）模型

依據前文理論分析可知，我國交通基礎設施發展的差異性，可能會導致對外開放促進制造業生產效率的作用呈現差異。由于Hansen（1999）發展的門檻面板模型[4]，可以首先依據數據本身客觀地將門檻變量劃分出不同的區間，進而在此門檻變量區間內研究對外開放程度與制造業生產效率之間的線性相關關系。（1）式是設定的單一門檻模型，在此基礎上可擴展至多重門檻模型。

yit=？滋i+？茲1xitIi（qi？燮？酌）+？茲2xitIi（qi>？酌）+■？琢jControljt+eit（1）

式（1）中，μi消除截面效應的不可觀測效應系數，xit為解釋變量，是一個m維列向量;qi為門限變量，既可以是解釋變量xit中的一個回歸元，也可以是獨立于xit的一個變量;γ為門限值，將上述樣本分為兩組，Ii（γ）={qi≤γ}為指示函數，當qi≤γ時，Ii（γ）=1，否則為0;θ1、θ2、αj和門限值γ為待估參數，Controljt為控制變量，eit為誤差項。多重門檻模型的假設檢驗與單一門檻情況下相似，這里不再贅述。

（二）變量定義和描述性統計

本文選取數據為2003—2012年10年31個省份（未考慮港澳臺）的平衡面板數據。數據來源為《中國工業經濟統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》。所選變量的名稱、定義、計算方法及其統計性描述如表1所示。

被解釋變量制造業生產效率（PT）指標的選取，我們依據陳勇、李小平（2006）的方法，用人均限額以上工業企業總產值來表示[11]。解釋變量中，與劉建翠（2007）只選用國際貿易以及胡兵等（2006）只采用FDI等做法不同[13，14]，本文同時選取貿易開放度（OPEN1）、國際投資開放度（OPEN2）兩項指標分別進行測度，盡可能穩定及可信地反映變量間作用關系。門檻變量鐵路交通基礎設施（TLJC）和公路交通基礎設施（GLJC）指標，我們基于劉鋸強、趙永亮（2010），申亮等（2014）的選取方法[8，18]，分別采用鐵路和高速公路每百萬公里運營里程數來表示。控制變量指標：本文選取人均受教育年限（TEDUP）、城市化率（UBR）和固定資產投資（FAR）四個變量，反映這些指標對地區間制造業生產效率的影響。

四、實證結果和分析

（一）門檻效果檢驗

我們依據Hansen（1999）提供的方法及步驟完成變量的門檻個數確定，進而確定模型形式。表2中列出了數據在無門檻、一重門檻和兩重門檻時對模型（1）進行的計量檢驗結果（F統計量和“自抽樣法”得出的P值）。計量結果顯示：公路交通基礎設施發展水平（GLJC）在貿易開放度（OPEN1）對制造業生產效率這一機制中呈現出三重門檻特性，但由于一重門檻值I1（4.163）較為接近表1中門限變量（GLJC）的邊界值0.649，故將其舍去，研究兩重門檻效應;而且由于表2中其余門檻效應均為兩重門檻顯著，模型得以確定。

（二）鐵路基礎設施門檻的計量模型估計

利用式（1）對鐵路交通基礎設施發展水平進行面板門檻模型估計，分析其在對外開放促進制造業生產效率提高的作用機制中所發揮的調節作用，具體估計結果見表3;其中被解釋變量為“PT（制造業生產效率）”;在不同鐵路交通基礎設施（TLJC）門檻區間內的兩個解釋變量分別為“OPEN1（TLJC）（貿易開放度）”和“OPEN2（TLJC）（國際投資開放度）”。

（三）公路基礎設施門檻的計量模型估計

同上，利用式（1）對公路交通基礎設施發展水平進行面板門檻模型估計，分析其調節作用，具體估計結果見表4;其中被解釋變量為“PT（制造業生產效率）”;在不同公路交通基礎設施（GLJC）門檻區間內的兩個解釋變量分別為“OPEN1（GLJC）（貿易開放度）”和“OPEN2（GLJC）（國際投資開放度）”。

（四）實證分析

表3、表4的實證結果分析：組內判定系數R2超過70%，Hauseman檢驗結果表明采用固定效應模型進行估計可行，F檢驗結果表明變截距模型進行估計可行，因此，模型的解釋力良好。反映對外開放程度的兩個指標貿易開放度（OPEN1）和國際投資開放度（OPEN2），模型中幾乎所有的系數均通過了1%水平的顯著性檢驗，反映了交通基礎設施水平在經濟發展中的顯著調節效應。

鐵路交通基礎設施發展水平門檻調節效應，使得貿易開放度（OPEN1）、國際投資開放度（OPEN2）分別對制造業生產效率的促進、阻礙作用表現出顯著的“倒U”型相關關系;假設2得到支持。本文做出如下解釋：第一，在鐵路交通基礎設施發展程度較低階段，貿易開放度（國際投資開放度）對制造業生產效率的促進作用顯著為正（負）;在鐵路交通基礎設施較低水平時，進出口貿易的增長會促進制造業生產效率的提高（FDI的增加反而會降低制造業生產效率）。我們認為造成這一現象的原因如下：由于鐵路交通基礎設施較弱，資源流動效率較低，進出口貿易的擴大使得企業市場容量增加，會促使制造業提升生產效率;但是，FDI的投資卻由于資源利用效率低而導致制造業競爭加劇，反而導致生產效率的降低。第二，隨著鐵路交通基礎設施的改善，進出口貿易的增長對制造業生產效率的提升作用逐步降低（從0.364降至0.071），FDI對制造業生產效率的阻礙作用逐步減弱（從-7.369降至-0.677）。我們認為在此階段由于資源流動的效率提升，國際貿易對制造業市場范圍擴大提升作用減弱，但是FDI的進入卻可以由于技術的溢出效應而對制造業阻礙作用顯著降低。第三，隨著制造業的進一步發展，進出口貿易的增長對制造業生產效率的提升作用逐步提高（從0.071升至0.134），FDI對制造業生產效率的阻礙作用增強（從-0.677升至-2.987）。我們認為，隨著資源流動水平進一步提高，國際貿易市場容量增大進而導致分工深化，制造業生產效率進一步提高;而FDI會由于國內資本的成長其作用被削弱。

公路交通基礎設施發展水平門檻調節效應，使得對外開放程度對制造業的促進作用表現出了顯著的“U”型相關關系，假設2得到支持。本文做出如下解釋：第一，公路交通基礎設施較低水平時，對外開放程度顯著地正向促進制造業生產效率的提升（0.364、0.327），由于國內市場范圍狹小，制造業生產效率的提升主要來自于國際貿易和國際投資。第二，隨著公路交通基礎設施的改善，國內市場的容量增長，從而導致商品內銷，對外開放和制造業生產效率變量的系數不斷降低（從0.364降低至0.071;從0.327降低至-2.364）。第三，隨著高速公路交通基礎設施發展水平的提高，交易費用降低所導致的市場規模擴大使制造業產品向更高端發展，產品需要更大的市場范圍，對外開放的程度對制造業的促進作用便出現了進一步的增長（從0.071提高至0.134;從-2.364提高至0.404）。

控制變量的回歸結果中，均通過了10%水平的顯著性檢驗，其中人均受教育水平（TEDUP）和固定資產投資（FAR）起到了正向促進作用，符合理論預期;城市化率（UBR）對制造業生產效率的提高作用不一致，本文不做詳述。

五、研究結論與政策建議

針對現有文獻中關于對外開放與制造業生產效率間的作用關系存在一些爭議，本文提出應考慮對外開放所依賴的交通基礎設施水平作為前提條件，由此出發提出了相應的研究假說。本文利用Hansen發展的面板門限技術，通過2003—2012年中國31個省市平衡面板數據實證檢驗了研究假說，得出了交通基礎設施的非線性發展是導致對外開放與制造業生產效率之間呈現非線性關系的原因，即：鐵路交通基礎設施作為門檻變量，使得貿易開放度（OPEN1）、國際投資開放度（OPEN2）分別對制造業生產效率的促進、阻礙作用表現出“倒U”型的相關關系;公路交通基礎設施作為門檻變量，使得對外開放程度對制造業的促進作用表現出了“U”型的關系。

以上研究結論表明，忽視交通基礎設施的條件限制，單純強調對外開放程度與制造業生產效率之間的關系，不僅會形成對理論本身的錯誤理解，還會產生更嚴重的政策錯配。對外開放政策和比較優勢發展戰略的選擇，是我國制造業生產效率得以大幅提高的關鍵因素，但其所產生的負效應同樣也不容忽視，如盲目開放導致我國企業承受國際市場波動影響加劇，給企業經營帶來短期內的競爭壓力。產生這些負效應的原因在于，我國部分地區的比較優勢已經發生了重大轉變，傳統依靠人口紅利和市場規模優勢，通過國際貿易和吸引外商直接投資從而促進制造業生產效率大幅提高的發展模式可能難以為繼。擁有傳統比較優勢的資源和勞動密集產業將逐步讓位于資本、技術和人力資源更為密集的產業，但這些因素所發揮的作用卻面臨著嚴重的外部性。因此，忽略當前我國經濟結構調整的背景，探討對外開放與制造業生產效率之間關系有失偏頗。

鑒于此，本文認為應系統動態地審視對外開放政策對制造業生產效率的促進作用，應該實施與自身交通基礎設施水平相匹配的對外開放政策，促進地區比較優勢產業的發展。對于交通基礎設施水平相對較高的東部地區，國際貿易和外商直接投資的內容面臨重要轉變，應該進一步降低制度及技術層面的交易成本，通過支持企業“走出去”實現制造業生產效率提高。但是在經濟欠發達的中、西部地區，由于交通基礎設施水平較低，經濟發展的對外依存度并不高，盲目強調對外開放可能會使有限的資源因配置不合理而造成浪費，反而阻礙制造業生產效率的提高。只有通過改善交通基礎設施這一制約因素，中、西部地區才能夠通過國際貿易和吸引外商投資來促進制造業生產效率的提高。因此，政府需要全面考慮地區間交通基礎設施水平差異，盡力避免對外開放政策傾斜帶來的負效應，縮小制造業發展的地區間差距，實現經濟全面持續穩定發展。

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責任編輯：高鐘庭

Traffic Infrastructure Threshold， Openness and Manufacturing Efficiency

Shen Liang， Dong Qianli， Li Yibin， Liu Ruijun

（School of Economics and Management， Chang'an University， Xi'an 710064， China）

Abstract： In view of the defects in the explanation of growth of manufacturing efficiency in China from the angles of development of openness， this paper puts forward a proposition that development of openness have non-linear relations with manufacturing efficiency， and confirms the non-linear relations by panel threshold mode with the railway and highway transportation infrastructure network density as the threshold variable.The conclusion show that during the period of 2003～2012， by the railway infrastructure as the threshold， the mechanism of two variables showed 'inverted U' by the both of trade openness and international investment liberalization. With the highway infrastructure as the threshold， the two variables showed a significant 'U' type of relationship.

Key words：Transportation infrastructure; Manufacturing efficiency; Panel threshold mode